挑战性——阻碍性压力源、角色超载和情绪枯竭的关系：心理弹性的调节作用(3)
3 研究方法
3.1 数据来源
研究样本来自广州、深圳、江门和佛山等地的多家企业，研究者在公司联系人的配合下将问卷发放给企业内部员工。问卷采用匿名形式填写，并向被调查者承诺，调查结果将严格保密，仅用于科学研究。共发放问卷400份，回收242份，回收有效问卷229份，问卷有效回收率为57.25%。在有效问卷中，女性占5 1.1%，已婚占76.4%，一般员工占1 8.3%，各级领导占70.3%，其它职位员工占11.4%，大专学历员工占16.2%，本科学历员工占60.3%，硕士学历员工占17.90/0.其它学历员工占5.6%。被调查员工的平均年龄为35.217.平均工作年限为12.910年，在目前企业的平均任职期为6.698年。
3.2 变量测量
情绪枯竭量表 本研究使用国际通用的工作倦怠量表(Maslach Burnout Inventory，MBI-GS)中的情绪枯竭子量表，该量表已被李超平和时勘(李超平，时勘，2003)等修订，修订后情绪枯竭的测最题目数和原量表保持一致，包含5个题目，比如“工作让我感觉身心俱惫”、 “下班的时候我感觉精疲力竭”，测量刻度从0(从不)到6(每天)。在本研究中情绪枯竭的α一致性系数为0.907。
心理弹性量表 研究使用Siu等(2009)的量表，量表共9个题目，比如“我有信心克服目前或将来的困难，能解决面对的难题”，从1(非常不同意)到5(非常同意)。Siu等采用香港、北京等多组样本对量表有效性进行了验证，有较好的信度和效度。在本研究中该量表α一致性系数为0.860。
角色起载量表 研究使用Peterson等(1995)的量表，量表共包含5个题目，比如“我承担了太多的职责”、 “我所承担的工作量太大，以致下.我不能保证工作的质量”等，从l(非常不同意)到5(非常同意) ( Peterson，et a1.，1995)。李超平等的研究表明，角色超载量表有较好的信度和效度(李超平，张翼，2009)，在本研究中该量表的a-致性系数为0.904。
挑战性一阻碍性压力源量表 研究使用Cavanaugh等(Cavanaugh，et a1.，2000)开发的量表，其中，挑战性压力源包括6个题目，如“我体验到的时间紧迫性”、 “在规定的时间内，必须完成的工作量“。阻碍性压力源包括4个题目，比如“组织内，不是基于业绩，而是通过‘搞关系’来影响决策”等。让被调查者评价题目中描述的情景给自己带来的压力程度，从1(不会带来压力)到4(会带来很大压力)。该量表已被刘得格等(刘得格等，2011)进行了验证，有较好的信度和效度。在本研究中挑战性压力源α一致性系数为0.893，阻碍性压力源α一致性系数为0.640。
在本研究中，研究以性别、年龄、婚姻状况、职位、教育程度、工作经验和任职期作为控制变量，进行描述性统计分析和纳入回归方程进行分析。
3.3 数据分析
研究首先采用AMOS17.0对研究变量进行验证性因子分析，以便明确研究变量的结构效度.为进一步分析提供基础。然后，根据Baron和Kenny( 1986)提出的中介分析方法采用SPSS20.0软件对研究假设1和假设2进行验证(Baron & Kenny，1986)。最后根据Edwards等(2007)提出的方法采用SPSS20.0软件分析调节和中介的整合模型.Edwards等提出的方法的优越性在于在分析过程中将调节和中介整合在一起进行数据分析，而且还提供Bootstrap分析和影响效应差异性分析结果(Edwards & Lambert， 2007)。
4 研究结果
4.1 验证性因子分析和描述统计分析
验证性因子分析结果如表l所示，从表1中的结果可知，虽然模型Ml中GFI值为0.859，但是由于GFI和样本量有很大关系，考虑到本研究中的样本量较大，而且，模型的RMSEA、 CFI和TLI的数值都大于0.9，所以，本研究认为所有题目都负荷在各自的理论维度上的模型拟合指数优于其它几个模型的拟合指数。这表明，挑战性压力源、阻碍性压力源、情绪枯竭、角色超载和心理弹性之间有较高的区分效度，因此，可以对研究提出假设模型进行进一步分析验证。
表2的描述统计结果表明，心理弹性和情绪枯竭(r =-0.251，p<0.01)呈显著负相关关系，角色超载与情绪枯竭(r=0.343，p<0.01)显著正相关，挑战性压力源与角色超载( r=0.567，p<0.01)、情绪枯竭(r =0.314，p<0.01)显著正相关。角色超载和情绪枯竭(r=0.343，p<0.01)显著正相关。阻碍性压力源和情绪枯竭( r=0.302，p<0.01)、角色超载(r=0.334，p<0.01)显著正相关。
4.2 角色超载的中介作用
在检验角色超载中介作用的过程中，研究根据Baron和Kenny (1986)提出的中介分析方法进行层级回归分析。表2的结果表明，被调查者的婚姻状况、职位、教育程度和研究关注的主要变量不存在相关关系，所以，论文在进行层级回归分析时，没有将上述变量作为控制变量纳入回归方程进行分析。表3结果表明，挑战性压力源与情绪枯竭(p =0.327，p<0.01)、角色超载(p=0.560，p<0.01)均显著正相关，当将挑战性压力源和角色超载同时放进方程进行回归后，挑战性压力源(β =0.186，p<0.05)、角色超载(β=0.251，p<0.01)均和情绪枯竭显著正相关。阻碍性压力源与情绪枯竭(3=0.288，p<0.01)、角色超载(β=0.323，p<0.01)均显著正相关.当将阻碍性压力源和角色超载同时放进方程进行回归后，阻碍性压力源(β =0.195，，)<0.01)、角色超载(β=0.286，p<0.01)均和情绪枯竭显著正相关。上述结果均满足Baron和Kenny(1986)提出的分析中介效应的条件，因此，假设1和假设2得到支持。
3.1 数据来源
研究样本来自广州、深圳、江门和佛山等地的多家企业，研究者在公司联系人的配合下将问卷发放给企业内部员工。问卷采用匿名形式填写，并向被调查者承诺，调查结果将严格保密，仅用于科学研究。共发放问卷400份，回收242份，回收有效问卷229份，问卷有效回收率为57.25%。在有效问卷中，女性占5 1.1%，已婚占76.4%，一般员工占1 8.3%，各级领导占70.3%，其它职位员工占11.4%，大专学历员工占16.2%，本科学历员工占60.3%，硕士学历员工占17.90/0.其它学历员工占5.6%。被调查员工的平均年龄为35.217.平均工作年限为12.910年，在目前企业的平均任职期为6.698年。
3.2 变量测量
情绪枯竭量表 本研究使用国际通用的工作倦怠量表(Maslach Burnout Inventory，MBI-GS)中的情绪枯竭子量表，该量表已被李超平和时勘(李超平，时勘，2003)等修订，修订后情绪枯竭的测最题目数和原量表保持一致，包含5个题目，比如“工作让我感觉身心俱惫”、 “下班的时候我感觉精疲力竭”，测量刻度从0(从不)到6(每天)。在本研究中情绪枯竭的α一致性系数为0.907。
心理弹性量表 研究使用Siu等(2009)的量表，量表共9个题目，比如“我有信心克服目前或将来的困难，能解决面对的难题”，从1(非常不同意)到5(非常同意)。Siu等采用香港、北京等多组样本对量表有效性进行了验证，有较好的信度和效度。在本研究中该量表α一致性系数为0.860。
角色起载量表 研究使用Peterson等(1995)的量表，量表共包含5个题目，比如“我承担了太多的职责”、 “我所承担的工作量太大，以致下.我不能保证工作的质量”等，从l(非常不同意)到5(非常同意) ( Peterson，et a1.，1995)。李超平等的研究表明，角色超载量表有较好的信度和效度(李超平，张翼，2009)，在本研究中该量表的a-致性系数为0.904。
挑战性一阻碍性压力源量表 研究使用Cavanaugh等(Cavanaugh，et a1.，2000)开发的量表，其中，挑战性压力源包括6个题目，如“我体验到的时间紧迫性”、 “在规定的时间内，必须完成的工作量“。阻碍性压力源包括4个题目，比如“组织内，不是基于业绩，而是通过‘搞关系’来影响决策”等。让被调查者评价题目中描述的情景给自己带来的压力程度，从1(不会带来压力)到4(会带来很大压力)。该量表已被刘得格等(刘得格等，2011)进行了验证，有较好的信度和效度。在本研究中挑战性压力源α一致性系数为0.893，阻碍性压力源α一致性系数为0.640。
在本研究中，研究以性别、年龄、婚姻状况、职位、教育程度、工作经验和任职期作为控制变量，进行描述性统计分析和纳入回归方程进行分析。
3.3 数据分析
研究首先采用AMOS17.0对研究变量进行验证性因子分析，以便明确研究变量的结构效度.为进一步分析提供基础。然后，根据Baron和Kenny( 1986)提出的中介分析方法采用SPSS20.0软件对研究假设1和假设2进行验证(Baron & Kenny，1986)。最后根据Edwards等(2007)提出的方法采用SPSS20.0软件分析调节和中介的整合模型.Edwards等提出的方法的优越性在于在分析过程中将调节和中介整合在一起进行数据分析，而且还提供Bootstrap分析和影响效应差异性分析结果(Edwards & Lambert， 2007)。
4 研究结果
4.1 验证性因子分析和描述统计分析
验证性因子分析结果如表l所示，从表1中的结果可知，虽然模型Ml中GFI值为0.859，但是由于GFI和样本量有很大关系，考虑到本研究中的样本量较大，而且，模型的RMSEA、 CFI和TLI的数值都大于0.9，所以，本研究认为所有题目都负荷在各自的理论维度上的模型拟合指数优于其它几个模型的拟合指数。这表明，挑战性压力源、阻碍性压力源、情绪枯竭、角色超载和心理弹性之间有较高的区分效度，因此，可以对研究提出假设模型进行进一步分析验证。
表2的描述统计结果表明，心理弹性和情绪枯竭(r =-0.251，p<0.01)呈显著负相关关系，角色超载与情绪枯竭(r=0.343，p<0.01)显著正相关，挑战性压力源与角色超载( r=0.567，p<0.01)、情绪枯竭(r =0.314，p<0.01)显著正相关。角色超载和情绪枯竭(r=0.343，p<0.01)显著正相关。阻碍性压力源和情绪枯竭( r=0.302，p<0.01)、角色超载(r=0.334，p<0.01)显著正相关。
4.2 角色超载的中介作用
在检验角色超载中介作用的过程中，研究根据Baron和Kenny (1986)提出的中介分析方法进行层级回归分析。表2的结果表明，被调查者的婚姻状况、职位、教育程度和研究关注的主要变量不存在相关关系，所以，论文在进行层级回归分析时，没有将上述变量作为控制变量纳入回归方程进行分析。表3结果表明，挑战性压力源与情绪枯竭(p =0.327，p<0.01)、角色超载(p=0.560，p<0.01)均显著正相关，当将挑战性压力源和角色超载同时放进方程进行回归后，挑战性压力源(β =0.186，p<0.05)、角色超载(β=0.251，p<0.01)均和情绪枯竭显著正相关。阻碍性压力源与情绪枯竭(3=0.288，p<0.01)、角色超载(β=0.323，p<0.01)均显著正相关.当将阻碍性压力源和角色超载同时放进方程进行回归后，阻碍性压力源(β =0.195，，)<0.01)、角色超载(β=0.286，p<0.01)均和情绪枯竭显著正相关。上述结果均满足Baron和Kenny(1986)提出的分析中介效应的条件，因此，假设1和假设2得到支持。